اثر سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش نگهداشت وجه نقد

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استاد حسابداری، عضو هیأت علمی دانشگاه الزهرا، دانشکده مدیریت و حسابداری، تهران، ایران.

2 کارشناسی ارشد حسابداری، مؤسسه آموزش عالی کار، دانشکده مدیریت و حسابداری، قزوین، ایران.

3 دانشجوی دکتری حسابداری، پردیس بین‌المللی کیش، دانشگاه تهران، ایران.

چکیده

هدف اصلی این پژوهش، بررسی تأثیر سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش نگهداشت وجه نقد در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. بدین منظور برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری حسابداری از مدل C-Score خان و واتس و شاخص گیولی و هاین و برای اندازه‌گیری ارزش نگهداشت وجه نقد از بازده غیرعادی سهام و بازده مازاد استفاده شده است. در راستای بررسی این موضوع، فرضیه‌های پژوهش بر مبنای یک نمونه آماری متشکل از 106 شرکت طی دوره 9 ساله از سال 1388 لغایت 1396 و با استفاده از الگوهای رگرسیونی چند متغیره مورد آزمون قرار گرفت. نتایج آزمون نشان می‌دهد که محافظه‌کاری حسابداری باعث افزایش ارزش بازار وجه نقد می‌شود. همچنین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش بازار وجه نقد تأثیر منفی و معناداری دارد. یافته‌های این مطالعه نشان می‌دهد محافظه‌کاری باعث کاهش تضادهای نمایندگی شده و از واکنش منفی بازار نسبت به نگهداشت وجه نقد می‌کاهد. با این وجود، تأثیر سنگربندی سهامداران نهادی باعث کاهش تأثیر مثبت محافظه‌کاری بر ارزش وجوه نقد می‌شود که مؤید فرضیه منافع شخصی است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effect of Institutional Shareholders on the Relationship between Accounting Conservatism and the Value of Cash Holding

نویسندگان [English]

  • rezvan hejazi 1
  • soraia weysihesar 2
  • Ali Fateri 3
1 تهران خیابان ونک ده ونک دانشگاه الزهرا مدیر تحصیلات تکمیلی
2 MSc. of Accounting, KAR Higher Education Institute, Department of Management and Accounting, Qazvin, Iran.
3 Ph.D. Student of Accounting, Kish International Campus, University of Tehran
چکیده [English]

The main purpose of this research is to investigate the effect of institutional shareholders on the relationship between accounting conservatism and cash holding in listed companies in Tehran Stock Exchange. To measure the accounting conservatism, the C-Score model proposed by Khan and Watts and Givoly and Hayn’s index were used. Also, to measure the value of cash holding, abnormal stock returns and surplus returns were employed. In order to investigate this research topic, research hypotheses based on a statistical sample consisting of 106 companies during an 9-year period from 2009 to 2017 were tested using multivariable regression models. The results of the test showed that accounting conservatism increases the market value of cash. Also, institutional shareholders have a negative and significant effect on the relationship between accounting conservatism and the market value of cash. The findings of this study indicate that conservatism reduces agency conflicts and lessens the market's negative reaction to cash holding. However, the effect of institutional shareholders consolidation reduces the positive effect of conservatism on cash value, which confirms the self-interest hypothesis.

کلیدواژه‌ها [English]

  • institutional shareholders
  • Accounting conservatism
  • Value of cash holding

یکی از مهم‌‌ترین نیازهای اطلاعاتی استفاده‌‌کنندگان مانده وجه نقد است. به این صورت که مدیران، تمایل به نگهداری وجه نقد بیشتری دارند که به بهای از دست رفتن منافع سهامداران تمام می‌‌شود؛ زیرا بازده کمتر وجه نقد نسبت به سایر دارایی‌‌ها برای شرکت ایجاد هزینه فرصت می‌‌کند. در چنین شرایطی برای کاستن مشکلات ناشی از خوش‌‌بینی مدیران، اصول و رویه‌‌های حسابداری با هدف متعادل‌کردن خوش‌بینی مدیران، حمایت از حقوق ذی‌نفعان و ارائة منصفانة صورت‌‌های مالی، مفهوم محافظه‌‌کاری را به کار می‌‌برند [1]. محافظه‌‌کاری حسابداری، اتلاف ارزش مرتبط با وجه نقد نگهداری‌شده را کاهش می‌دهد. این فرض با پژوهش واتز [32] منطبق است؛ زیرا او ادعا می‌کند رویه‌‌های حسابداری محافظه‌‌کارانه، مشکلات نمایندگی را کاهش می‌دهد. به‌خصوص، محافظه‌‌کاری حسابداری، انگیزه‌‌هایی را برای تصمیمات سرمایه‌‌گذاری کارا به وجود می‌آورد و نظارت بر تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران را آسان می‌کند؛ در نتیجه، اتلاف ارزش مرتبط با وجه نقد نگهداری‌شده را کاهش می‌دهد. او معتقد است محافظه‌‌کاری حسابداری، این امکان را به مدیران و سهامداران می‌دهد تا زودتر علائمی را دربارة سودآوری پروژه‌‌های انجام‌شده توسط مدیران دریافت کنند. برخی از این علائم، آنها را به مداخلة به‌موقع و اقدامات اصلاحی ازقبیل متوقف‌کردن پروژه‌‌های با خالص ارزش فعلی منفی یا جایگزینی مدیران پاسخگو برای چنین پروژه‌‌هایی قادر می‌‌کند. بال و شیواکومار [15] استدلال می‌‌کنند به‌دلیل محافظه‌‌کاری حسابداری، زیان‌‌های ناشی از عملکرد ضعیف پروژه‌‌ها در دورة تصدی مدیران شناسایی خواهد شد و به دوره‌‌های بعدی منتقل نخواهد شد؛ در نتیجه، مدیر از انتخاب پروژه‌های با خالص ارزش فعلی منفی اجتناب می‌کند و به این طریق از مسئلة نمایندگی کاسته می‌‌شود [5].

ادبیات مالی نیز نشان داده است وجود سازوکارهای حاکمیت شرکتی، به‌نوبه‌خود بر ارزش نگهداشت وجه نقد شرکت‌‌ها تأثیر می‌گذارد [25]. سهامداران نهادی، یکی از سازوکارهای مؤثر حاکمیت شرکتی، اهمیت فزاینده‌‌ای دارند و با توجه به مالکیت بخش درخور توجهی از سهام شرکت‌‌ها، از نفوذ چشمگیری برخوردارند و بر رویه‌‌های حسابداری و گزارشگری مالی شرکت تأثیر می‌گذارند [13]. آنان با دانش و تجربة کافی در زمینه‌‌های مالی و تخصصی مرتبط، بر مدیریت شرکت نظارت دارند. این امر، مبنایی برای همسوکردن منافع مدیریت با منافع گروه سهامداران در راستای حداکثر‌‌سازی ثروت سهامداران است (فرضیة نظارت فعال). با وجود این، مالکیت سهامداران نهادی، تأثیرات منفی نیز دارد؛ مانند دسترسی به اطلاعات محرمانه که اطلاعات نامتقارن را بین آنان و سهامداران کوچک‌تر ایجاد می‌‌کند (فرضیة منافع شخصی) [6].

با توجه به موضوعات مطرح‌شده، در این پژوهش تأثیر سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش نگهداشت وجه نقد در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی می‌‌شود. گفتنی است تأثیر بالقوة سهامداران نهادی بر رابطة بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد، موضوعی بسیار با اهمیت است که تاکنون نمونة آن در داخل کشور مطالعه نشده است.

در ادامه، پس از بررسی مبانی نظری و پیشینة پژوهش، فرضیه‌‌های آزموده‌شده و روش‌‌های به کار گرفته شده برای آزمون فرضیه‌‌ها ارائه می‌‌شوند. در پایان نیز پس از ارائة یافته‌‌های پژوهش، دربارة موضوع پژوهش بحث و نتیجه‌‌گیری می‌‌شود.

 

مبانی نظری، پیشینه و فرضیه‌‌های پژوهش

پیشینة نظری

شرکت‌‌ها برای مقابله با کمبودهای غیرمترقبة وجه نقد و نیز تأمین مالی برای سرمایه‌گذاری‌های با ارزش خالص مثبت برای شرکت، سعی در نگهداری میزانی وجه نقد می‌‌کنند. ادبیات نگهداری وجه نقد شرکت نیز به دو انگیزة معاملاتی و احتیاطی، بیشتر توجه می‌کنند. انگیزة هزینه‌های معاملاتی نشان می‌‌دهد افزایش در وجوه حاصل از تأمین مالی خارجی، هزینه‌‌های متغیر و ثابتی را در بر دارد. این اجزای هزینه، شرکت را ملزم به نگهداری وجه نقد به‌‌عنوان سپری در برابر این هزینه‌‌ها می‌‌کند. در عوض، انگیزة احتیاطی بر اطلاعات نامتقارن، هزینه‌‌های نمایندگی و هزینه‌‌های فرصت سرمایه‌‌گذاری‌‌های ازدست‌رفته تأکید می‌‌کند. همچنین، نگهداری وجه نقد ممکن است مشکلاتی به همراه داشته باشد. مهم‌ترین این مشکلات، مشکلات نمایندگی موجود بین سهامداران و مدیران است. مدیران می‌توانند به بهای از دست رفتن منافع سهامداران، به دنبال منافع شخصی خود باشند و از این لحاظ، نگهداری وجه نقد، منافع مدیران را بیشتر از سهامداران تحقق می‌‌بخشد. منافع شخصی مدیران ایجاب می‌کند وجه نقد زیادی را نگهداری کنند که به بهای از دست رفتن منافع سهامداران تمام می‌‌شود. این مشکل به‌‌صورت هزینة فرصت ناشی از بازده کمتر وجه نقد نسبت به سایر دارایی‌‌ها ایجاد می‌‌شود [4].

برخی معتقدند اعمال رویه‌‌های حسابداری محافظه‌‌کارانه از طریق شناسایی زودهنگام زیان و تأخیر در شناسایی سود، به‌‌منزلۀ جایگزینی برای نظارت برون سازمانی، تضادهای نمایندگی و اطلاعات نامتقارن و نیز هزینه‌‌های ناشی از نگهداشت وجه نقد را کاهش می‌دهد. کاهش هزینه‌‌های نگهداری وجه نقد، بهبود ارزش شرکت را در پی خواهد داشت [25]. به اعتقاد واتز [32]، رویه‌‌های حسابداری محافظه‌‌کارانه با استفادة کارا از وجه نقد نگهداری‌شده، کاهش هزینه‌‌های نمایندگی مرتبط با انگیزه‌‌های متضاد بین سهامداران و مدیران را باعث می‌شود. برخی معتقدند محافظه‌کاری، به مدیران و سهامداران امکان دریافت سریع‌‌تر علائم مربوط به سودآوری پروژه‌‌های پذیرفته‌شده را می‌‌دهد. چنین علائمی فرصت مداخلة به‌موقع و اتخاذ تصمیمات اصلاحی همچون کنارگذاشتن پروژه‌‌هایی با خالص ارزش فعلی منفی یا جایگزین‌کردن مدیران مسئول این پروژه‌‌ها را فراهم می‌‌کند [26]. ازاین‌رو، محافظه‌‌کاری، انگیزة مدیران را برای پذیرفتن پروژه‌‌های ضایع‌کنندة ارزش کاهش می‌‌دهد [32 و 2]. بنابراین، شرکت‌‌هایی که حسابداری محافظه‌‌کارانه اتخاذ می‌‌کنند، به احتمال کمتری در فعالیت‌‌های بیش سرمایه‌گذاری مشارکت می‌‌کنند؛ زیرا شناخت به‌موقع زیان‌‌ها، میزان وجوه نقد اختیاری در دسترس را برای مدیران، محدود و بازدهی افزایش‌یافته، ارزش وجه نقد بیشتری را ایجاد می‌‌کند [32 و 27].

براساس مبانی نظری بالا، فرضیة اول پژوهش به شرح ذیل تدوین می‌‌شود:

فرضیة اول: محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار وجه نقد اثر معناداری دارد.

همچنین، سهامداران نهادی در تصمیمات سرمایه‌‌گذاری و سیاست‌‌گذاری وجوه نقد نقش مؤثری دارند که بر ارزش نگهداشت وجه نقد تأثیر می‌گذارد. سهامداران نهادی - که بر سیاست‌‌های عمدة شرکت درخصوص تأمین مالی، سرمایه‌‌گذاری و ترکیبی از آنها تأثیر می‌گذارند – هم نقطة قوت و هم نقطة ضعف در فعالیت‌‌های شرکت در نظر گرفته می‌‌شوند. بیشتر مطالعات نشان می‌‌دهند هرچه تمرکز مالکیت بیشتر باشد، درجة محافظه‌‌کاری حسابداری پایین‌‌تر است [31 و 18]. این مطالعات نشان می‌‌دهند سهامداران نهادی به سنگربندی منافع سهامداران اقلیت گرایش دارند. به عبارت دیگر، وقتی سهامداران کنترل‌کننده فقط مراقب منافع خودند، گاهی به قیمت منافع سهامداران اقلیت دست به عمل می‌‌زنند. دراین‌باره تأثیر سنگربندی سهامداران نهادی، کاهش تأثیر مثبت محافظه‌‌کاری بر ارزش وجوه نقد را باعث می‌‌شود؛ با این حال، وقتی منافع سهامداران نهادی همسو با منافع سهامداران اقلیت است، ممکن است تأثیر انگیزشی وجود داشته باشد. ارائة این استدلال منطقی است که ارزش وجوه نقد با افزایش در فعالیت نظارتی سهامداران نهادی افزایش می‌یابد. اگر این استدلال درست باشد، تأثیر انگیزشی سهامداران نهادی باعث ارتقای تأثیر مثبت محافظه‌کاری بر ارزش وجه نقد می‌شود.

لین و همکاران [25] معتقدند شرکت‌‌های با مالکیت متمرکز ترجیح می‌‌دهند اطلاعات نامتقارن را با اطلاعات خصوصی به‌جای اطلاعات مالی عمومی حل کنند. براساس این، آنها تقاضا برای محافظه‌‌کاری حسابداری و در نتیجه، تأثیر مثبت محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش وجه نقد را کاهش می‌دهند. این مطالعات نشان می‌‌دهند سهامداران کنترل‌کننده، به سلب مالکیت و به تصرف در آوردن منافع سهامداران اقلیت گرایش دارند. سهامداران بزرگ معمولاً براساس منافع خود عمل می‌‌کنند؛ بنابراین، وقتی درجة انحراف بین حقوق جریان وجوه نقد و حقوق کنترل افزایش می‌یابد، تأثیر سنگربندی این سهامداران احتمالاً تشدید می‌‌شود [17]. ماسولیس و همکاران [29] نشان دادند هرچه انحراف بین حقوق جریان وجوه نقد و حقوق کنترل سهامداران کنترلی بیشتر باشد، ارزش نگهداشت وجه نقد شرکت کاهش می‌یابد و این موضوع به ارزش شرکت آسیب می‌‌رساند. همچنین، آنها بیان کردند سهامداران کنترل‌کننده نمی‌‌توانند مشوق‌هایی به مدیران ارائه کنند تا فعالیت‌‌های حسابداری محافظه‌‌کارانه را به‌‌عنوان یک مکانیسم نظارت اتخاذ کنند و از این طریق، ارزش وجه نقد را حتی بیشتر کاهش می‌‌دهند. بنابراین، براساس فرضیة سنگربندی سهامداران کنترل‌کننده، تأثیر سنگربندی سهامداران کنترلی، اثرات مثبت فعالیت‌‌های محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش وجه نقد را کاهش می‌‌دهد.

در مقابل، وقتی سهامداران کنترل‌کننده به حقوق بالاتری درخصوص جریان وجوه نقد نسبت به حقوق کنترل دست می‌یابند، انگیزه‌‌های نظارتی آنها تقویت می‌‌شود. براساس این، منطقی است وقتی فعالیت نظارتی سهامداران کنترل‌کننده افزایش می‌یابد، ارزش وجوه نقد نیز افزایش یابد؛ بنابراین، براساس فرضیة انگیزشی سهامداران کنترل‌کننده، تأثیر نظارتی سهامداران کنترلی، باعث تشدید رابطة مثبت بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد، حداقل به یک میزان غیرکاهشی می‌‌شود [25].

براساس مبانی نظری بالا، فرضیة دوم پژوهش به شرح ذیل تدوین می‌‌شود:

فرضیة دوم: سهامداران نهادی اثر تعدیل‌کننده بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار وجه نقد دارند.

 

پیشینة تجربی

لین و همکاران [25] در پژوهشی، نقش سهامداران کنترل‌کننده را بر رابطة بین اقدامات حسابداری محافظه‌کارانه و ارزش وجه نقد تحلیل کردند. آنها نمونه‌‌ای متشکل از شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس سهام تایوان را بین سال‌های 2006 و 2014 بررسی کرده‌اند. نتایج نشان می‌دهند در غیاب سهامداران کنترلی، ارزش وجه نقد با درجة بالاتری از محافظه‌‌کاری حسابداری افزایش می‌‌یابد. تأثیر سنگربندی سهامداران کنترلی نیز اثر مثبت محافظه‌کاری حسابداری بر ارزش وجه نقد را کاهش می‌دهد. در مقابل، تأثیر نظارتی سهامداران کنترلی، ارتباط مثبت ارزش وجه نقد و محافظه‌‌کاری حسابداری را قوی‌‌تر می‌کند. حاکمیت شرکتی قوی، ارتباط مثبت ارزش وجه نقد و محافظه­کاری حسابداری را قوی­تر می‌کند. حاکمیت شرکتی ضعیف نیز، اثر مثبت محافظه‌کاری حسابداری بر ارزش وجه نقد را کاهش می‌دهد. در نهایت، وقتی شرکت از مشکلات نمایندگی جدی در دورة بحران مالی رنج می‌‌برد، تأثیر سنگربندی سهامداران تشدید می‌شود.

کوسنادی و همکاران [23]، چگونگی اثرگذاری توسعة سازمانی و مالکیت دولت بر نگهداشت وجه نقد را بررسی کردند. نتایج پژوهش برای 9743 مشاهدة سال - شرکت در بازة زمانی 1999 تا 2007 نشان می‌دهند شرکت‌های مستقر در ایالت‌‌هایی که نهادهای دولتی توسعه‌یافته بیشتر دارند، وجه نقد کمتری نگهداری می‌‌کنند. همچنین، اثر مثبت توسعة سازمانی بر نگهداشت وجه نقد در شرکت‌هایی برجسته‌‌‌تر است که مالکیت دولتی ندارند.

اولر و پیکونی [30] در پژوهشی، رابطة بین نگهداشت وجه نقد مازاد یا ناکافی و عملکرد آیندة شرکت را بررسی کردند. نتایج این پژوهش برای 64951 مشاهدة سال - شرکت در دورة زمانی 1989 تا 2007 نشان می‌دهد نگهداری وجه نقد مازاد یا ناکافی، بازده آیندة سهام را از سطح بهینه کاهش می‌دهد.

مارتینز سولا و همکاران [28]، تأثیر وجه نقد نگهداری‌شده بر ارزش شرکت را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها برای نمونه‌‌ای از شرکت‌‌های آمریکایی شامل 472 شرکت در بازة زمانی 2007-2001 نشان می‌‌دهند یک سطح وجه نقد بهینه وجود دارد که ارزش شرکت را ماکزیمم می‌کند. آنها نشان دادند این سطح برای شرکت‌های نمونه (آمریکایی) در دورة مطالعه‌شده حدود 14% کل دارایی‌‌هاست. همچنین، انحراف (مثبت و منفی) از سطح بهینة وجه نقد، ارزش شرکت را کاهش می‌دهد. نتایج آنها دلالت بر ارزش نهایی مثبت وجه نقد در زمانی دارد که وجه نقد، کمتر از سطح بهینه نگهداری شده است و ارزش نهایی منفی برای وجه نقد را در زمانی دارد که وجه نقد، بیشتر از سطح بهینه نگهداری می‌‌شود.

هارفورد و همکاران [21] اثر افق زمانی سرمایه‌‌گذاران را بر نگهداشت وجه نقد شرکت‌‌های آمریکایی بررسی کردند. نمونة این پژوهش شامل 91540 سال - شرکت بین سال‌‌های 1985 تا 2009 است. این پژوهش سه نتیجة عمده در بر داشت: نخست، شرکت‌‌هایی که سرمایه‌‌گذارانی با افق زمانی طولانی‌‌تر دارند، وجه نقد بیشتری نگهداری می‌‌کنند. دوم، شرکت‌‌هایی که وجوه نقد مازاد نگهداری می‌‌کنند، سرمایه‌گذاری آنها کمتر و پرداخت‌‌های آنها به سهامداران بیشتر است. سوم، استفادة سودآور آنها از وجوه مازاد در قیمت سهام منعکس می‌شود.

لوئیسو همکاران [27] در پژوهشی، رابطة بین ارزش نگهداشت وجه نقد و محافظه‌‌کاری حسابداری را بررسی کردند. نتایج پژوهش برای 101221 مشاهدة سال - شرکت آمریکایی در بازة زمانی 1974 تا 2006 نشان دادند ارزش بازار یک دلار اضافی در موجودی نقد کمتر از یک دلار است. مطالعات همچنین نشان می‌‌دهند محافظه‌‌کاری حسابداری، مشکلات نمایندگی را کم و انگیزة لازم را برای مدیران، به‌منظور تصمیمات سرمایه‌‌گذاری مؤثر فراهم می‌کند. آنها دریافتند محافظه‌‌کاری، ارزش بازار یک دلار اضافی در موجودی نقد را افزایش می‌دهد.

لی و پاول [24]، عوامل تعیین‌کنندة میزان نگهداری وجه نقد در استرالیا و تأثیر وجه نقد مازاد نگهداری‌شده بر ثروت سهامداران را مطالعه کردند. نتایج پژوهش برای 1817 شرکت (13783 مشاهدة سال - شرکت) در بازة زمانی 1990 تا 2007 نشان دادند مازاد وجه نقد موقت نسبت به مازاد وجه نقد پایدار، بازده بالاتری را ایجاد می‌‌کند و این بدین معناست که بازار، شرکت‌‌ها را به‌دلیل ذخیرة وجه نقد جریمه می‌‌کند. همچنین، ارزش نهایی وجه نقد با افزایش مانده وجه نقد و طولانی‌‌ترشدن مدت زمان نگهداری آن، کاهش می‌‌یابد.

فروغی و همکاران [9] در پژوهشی تأثیر مسئولیت اجتماعی شرکت بر نگهداشت وجه نقد از طریق اثر هم‌زمان متغیرهای منتخب را بررسی کردند. برای آزمون فرضیه‌‌ها، نمونه‌‌ای شامل 91 شرکت از شرکت‌‌های پذیرفته‌شدة بورس اوراق بهادار تهران در سال‌‌های 1387 تا 1394 انتخاب شده‌‌اند. نتایج پژوهش نشان می‌‌دهند مسئولیت اجتماعی از طریق ریسک غیرنظام‌مند بر نگهداشت وجه نقد، تأثیر مثبت و معنادار و از طریق ریسک نظام‌‌مند بر نگهداشت وجه نقد، تأثیر منفی و معنادار دارد. در نهایت، مسئولیت اجتماعی از طریق حاکمیت شرکتی بر نگهداشت وجه نقد، تأثیر مثبت و معناداری دارد.

احمدزاده و سروش‌‌یار [2] در پژوهشی، نقش محافظه‌‌کاری حسابداری و کیفیت سود بر ارزش نهایی نگهداشت وجه نقد در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را ارزیابی کردند. به‌منظور آزمون فرضیه‌های پژوهش، از تحلیل رگرسیون چندمتغیره و اطلاعات مالی 111 شرکت عضو نمونه بین سال‌‌های 1380 تا 1391 استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان می‌‌دهند محافظه‌‌کاری، ارزش نهایی نگهداشت وجه نقد را بهبود می‌‌بخشد. افزایش میزان محدودیت در تأمین مالی نیز نقش محافظه‌کاری در بهبودبخشی به ارزش بازار وجه نقد را کاهش می‌دهد. نتیجة دیگر پژوهش بیان‌کنندة رابطة منفی کیفیت سود و ارزش نهایی نگهداشت وجه نقد است.

ملکیان و همکاران [11] در پژوهشی، اثر محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش وجه نقد اضافی شرکت‌ها را بررسی کردند. به‌منظور رسیدن به هدف بالا، نمونه‌‌ای مشتمل بر 100 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار در سال‌‌های 1392-1388، انتخاب و اطلاعات آنها تجزیه و تحلیل شدند. نتایج پژوهش نشان دادند ارزش یک ریال موجود در وجوه نقد شرکت، از یک ریال اسمی کمتر است. همچنین، محافظه‌‌کاری با کاهش هزینه‌‌های نمایندگی، ارزش وجوه نقد اضافی شرکت‌‌ها را افزایش می‌دهد.

خانی و رجبی [5] در پژوهشی، تأثیر محافظه‌‌کاری حسابداری بر رابطة وجه نقد نگهداری‌شده و بازده غیرعادی شرکت‌‌ها را بررسی کردند. در این پژوهش از اطلاعات 6 سالة (1390-1385) شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان می‌‌دهند ارزش بازار یک ریال وجه نقد نگهداری‌شدة اضافی با ورود محافظه‌‌کاری حسابداری در شرکت‌‌ها افزایش می‌‌یابد و به استفادة کارا از وجوه نقد و کاهش اتلاف ارزش بازار مرتبط با وجه نقد نگهداری‌شده منجر می‌‌شود.

مشکی میاوقی و الهی رودپشتی [10] در پژوهشی، اثر محافظه‌‌کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری‌شده را بررسی کردند. نمونة آماری پژوهش شامل 94 شرکت است که طی دورة زمانی 1385 تا 1391 از بین شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است. یافته‌‌های پژوهش نشان می‌دهند تغییر یک ریال در وجه نقد نگهداری‌شده، تغییرات کمتری در ارزش بازار آن ایجاد می‌کند و همچنین، محافظه‌‌کاری، ارزش بازار یک ریال اضافی در وجه نقد نگهداری‌شده را افزایش می‌‌دهد.

عظیمی یانچشمه و شامحمدی قهساره [7] در پژوهشی، رابطه بین سهم بازار و نگهداشت وجه نقد در محیط رقابتی بازار شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. به این منظور، از 114 شرکت در بازة زمانی 1383 تا 1391 استفاده شده است. نتایج پژوهش بیان می‌کنند بین سهم بازار و نگهداشت وجه نقد رابطة معکوس و معنی‌‌داری وجود دارد. این رابطه در بین صنایع با تمرکز متوسط نیز اهمیت بیشتری دارد.

همتی و یوسفی راد [14] نقش حسابداری محافظه‌‌کارانه در تصمیم‌‌گیری نسبت به سطح نگهداشت وجه نقد را بررسی کردند. تصمیم‌‌گیری نسبت به سطح نگهداشت وجه نقد، از دسته تصمیمات مالی شرکت‌‌ها و مرتبط با تصمیمات سرمایه‌‌گذاری به شمار می‌‌رود. نتایج، رابطة معکوس بین محافظه‌کاری حسابداری با وجه نقد نگهداری‌شدة پایان دوره و تغییرات وجه نقد طی دوره را نشان می‌دهند.

مهرانی و همکاران [12]، رابطة بین محافظه‌‌کاری در گزارشگری مالی و میزان نگهداشت موجودی نقد را بررسی کردند. یافته‌‌های پژوهش نشان می‌‌دهند طی دورة مطالعه، محافظه‌کاری بر میزان نگهداشت وجه نقد تأثیر نداشته است. دیگر نتایج بیان می‌کنند شرکت‌‌های بزرگ‌تر و شرکت‌‌های با سایر دارایی‌‌های جایگزین وجه نقد، وجه نقد کمتری نگهداری می‌‌کنند؛ درحالی‌که شرکت‌‌های دارای هزینه فرصت سرمایه‌‌گذاری بیشتر، وجه نقد بیشتری دارند.

 

روش‌شناسی پژوهش

پژوهش حاضر، توصیفی از نوع همبستگی است و بر مبنای هدف، از نوع پژوهش کاربردی و به روش پس‌رویدادی انجام شده است. جامعة آماری پژوهش، از کلیة شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل شده است که از ابتدای سال 1388 تا پایان سال 1396 در بورس فعال بوده‌اند. برای تعیین نمونة آماری از روش نمونه‌‌گیری به‌‌صورت هدفمند استفاده شد. به این صورت که در هر مرحله، از بین تمام شرکت‌‌های موجود در پایان سال 1387، شرکت‌‌های فاقد شرایط زیر، حذف و شرکت‌‌های باقی‌‌مانده برای انجام آزمون انتخاب شدند:

1- شرکت‌‌ها در طول دورة پژوهش، تغییر سال مالی نداده باشند. 2- نوع فعالیت شرکت‌‌ها، تولیدی باشد؛ بنابراین، جزء شرکت‌‌های سرمایه‌‌گذاری و واسطه‌‌گری مالی نباشد. 3- پایان سال مالی شرکت‌های مطالعه‌شده منتهی به ٢٩ اسفندماه در هر سال باشد. 4- وقفة معاملاتی بیش از 6 ماه نداشته باشند. 5- ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت‌‌های نمونه مثبت باشد. تعداد 106 شرکت (954 سال - شرکت)، نمونة آماری پژوهش در نظر گرفته شده‌اند.

 

الگوها و متغیرهای پژوهش

برای آزمون فرضیه‌‌های‌‌ پژوهش به پیروی از فالکندر و وانگ [19] و لوئیس و همکاران [27]، الگوی (1) به شرح ذیل برآورد می‌‌شود:

الگوی (1)

 

 

در الگوهای بالا:

متغیرهای وابسته (VCH): شامل سه معیار به شرح ذیل‌اند.

1) بازده غیرعادی سهام (AR) که از تفاوت بازده واقعی شرکت و بازده بازار به شرح رابطة (1) به دست آمده است [3].

رابطة (1)

 

Ri، بازده واقعی شرکت، برابر با تغییرات قیمت سهام و مزایای نقدی، سود سهمی و حق تقدم سهام تقسیم بر قیمت سهام در ابتدای دوره است که به شرح رابطة (2) است.

رابطة (2)

 

Pt، قیمت سهام در پایان دورة t

Pt-1، قیمت سهام در ابتدای دورة t

Dt، سود نقدی پرداختی در سال t

، درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آوردة نقدی

، درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته

C، مبلغ اسمی پرداخت‌شده توسط سرمایه‌گذار برای افزایش سرمایه از محل مطالبات و آوردة نقدی

Rm، بازده بازار سهام

برای محاسبة بازده بازار، از شاخص قیمت و بازده نقدی بورس اوراق بهادار تهران (TEDPIX) استفاده شده است که به شرح رابطة (3) است.

رابطة (3)

 

TEDPIX شاخص قیمت و بازده نقدی

2) بازده غیرعادی سهام ( ) که از تفاوت بازده شرکت و بازده بازار به دست آمده است [25].

بازده شرکت به شرح رابطة (4) محاسبه شده است.

رابطة (4)

 

r نرخ بازده سهام

P آخرین قیمت سهام

بازده بازار به شرح رابطة (5) محاسبه شده است.

رابطة (5)

 

M، بازده بازار

TEPIX، شاخص قیمت بازار

3) بازده مازاد (ER): از تفاوت بین بازده واقعی و بازده پیش‌‌بینی‌شده به شرح رابطة (6) به دست آمده است [8].

رابطة (6)

 

ARet، بازده واقعی شرکت، به شرح رابطة (2) محاسبه شده است.

PRet، بازده پیش‌‌بینی‌شده

برای اندازه‌‌گیری بازده پیش‌‌بینی‌شده از مدل CAPM (مدل قیمت‌‌گذاری دارایی‌‌های سرمایه‌‌ای) به شرح رابطة (7) استفاده شده است.

رابطة (7)

 

Rf، نرخ بازده بدون ریسک

β، شاخص ریسک سیستماتیک

Rm، بازده بازار سهام، به شرح رابطة (3) محاسبه شده است.

 

متغیرهای مستقل:

AC، محافظه‌‌کاری حسابداری، شامل دو معیار به شرح ذیل است؛

1) محافظه‌‌کاری حسابداری (AC 1) با استفاده از مدل C-Score خان و واتس [22] به دست آمده است. در این مدل، اخبار خوب با شاخص G-Score و اخبار بد با شاخص C-Score مشخص می‌‌شوند. خان و واتس [22] برای اندازه‌‌گیری محافظه‌‌کاری، الگویی را تکمیل کردند که باسو [16] ارائه داد. باسو [16] رابطة بین سود و بازده سهام را به‌‌صورت الگوی (2) ارائه کرد.

مرحلة 1: مدل باسو [16]

الگوی (2)

 

، نسبت سود خالص به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

، درصد بازده سالانة سهام

 یک متغیر مجازی است که اگر  منفی باشد، ارزش یک و در غیر این صورت، ارزش صفر می‌‌‌گیرد.

خان و واتس [22] نتیجه گرفتند محافظه‌‌کاری با اندازة شرکت، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام و اهرم مالی شرکت ارتباط دارد. براساس این، ضرایب  و  را بسط دادند و هرکدام را به‌صورت تابعی خطی از این سه ویژگی شرکت نوشتند. آنها این توابع را به‌‌صورت روابط (8) و (9) ارائه کرده‌اند.

مرحلة 2:

رابطة (8) (G-Score) (درجة حساسیت سود نسبت به اخبار خوب)

 

رابطة (9) (C-Score) (درجة حساسیت سود نسبت به اخبار بد)

 

SIZE، لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام شرکت

MB، نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

LEV، نسبت کل بدهی‌‌ها به کل دارایی‌‌ها

در مرحلة بعد، برابری‌‌های روابط (8) و (9) به‌جای ضرایب  و  در مدل باسو [16] (الگوی (2)) جایگذاری می‌شود و مدل خان و واتس [22] به‌‌صورت الگوی (3) شکل می‌‌گیرد.

الگوی (3)

 

برای سنجش محافظه‌‌کاری، ابتدا الگوی (3) به‌صورت مقطعی برآورد شده است. سپس مقادیر محاسبه‌شده برای  در رابطة (9) قرار داده شده و شاخص محافظه‌‌کاری برای هر شرکت محاسبه شده است. هرچه شاخص  برای شرکت بالاتر باشد، محافظه‌‌کاری نیز بالاتر است.

2) محافظه‌‌کاری حسابداری (AC 2) با استفاده از شاخص گیولی و هاین [20] به شرح رابطة (10) به دست آمده است. طبق این روش، وجود مستمر اقلام تعهدی عملیاتی منفی در یک دورة زمانی بلندمدت در شرکت‌‌ها، معیاری از محافظه‌‌کاری به شمار می‌‌رود؛ یعنی هرچه میانگین اقلام تعهدی عملیاتی طی دورة مربوطه منفی و بیشتر باشد، محافظه‌‌کاری بیشتر خواهد بود.

رابطة (10)

 

ACCt، اقلام تعهدی عملیاتی: سود خالص به‌‌علاوة هزینة استهلاک، منهای جریان وجوه نقد حاصل از عملیات

TA، ارزش دفتری کل دارایی‌‌ها در ابتدای سال t

∆C، نسبت تغییرات وجه نقد و معادل وجه نقد (سرمایه‌‌گذاری کوتاه‌‌مدت) به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

 

متغیر تعدیل‌‌گر:

سهامداران نهادی (CS): درصد مالکیت سهامداران نهادی

 

متغیرهای کنترل:

∆E، نسبت تغییرات سود خالص قبل از کسر مالیات و هزینة بهره (مالی) به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

∆NCA، نسبت تغییرات (کل دارایی‌‌ها منهای وجه نقد) به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

∆RD، نسبت تغییرات هزینه‌‌های تحقیق و توسعه به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

∆I، نسبت تغییرات هزینة بهره (مالی) به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

∆D، نسبت تغییرات سود سهام نقدی به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

NF، نسبت خالص جریان‌‌های نقدی حاصل از فعالیت‌‌های تأمین مالی به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

C، نسبت وجه نقد و معادل وجه نقد (سرمایه‌‌گذاری کوتاه‌‌مدت) به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

LEV، نسبت کل بدهی‌‌ها به مجموع کل بدهی‌‌ها و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال

 

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

به‌منظور تجزیه و تحلیل اطلاعات، ابتدا آمار توصیفی داده‌‌‌های بررسی‌شده، محاسبه و در نگارة (1)، شاخص‌‌‌های مرکزی و پراکندگی ارائه می‌‌شود.

 

 

نگارة 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

نماد متغیر

میانگین

میانه

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

AR

126/0

013/0-

026/7

250/1-

821/0

242/3

461/18

r-m

206/0-

205/0-

650/1

670/1-

507/0

115/0

947/3

ER

156/0

022/0

318/4

668/1-

782/0

066/2

669/10

∆C

017/0

003/0

982/0

635/0-

133/0

396/2

624/22

AC 1

179/0

039/0

836/9

325/4-

307/1

378/3

566/22

AC 2

032/0-

020/0-

705/0

890/0-

152/0

886/0-

064/9

∆E

049/0

027/0

901/0

656/0-

200/0

120/1

307/7

∆NCA

242/0

148/0

080/2

218/1-

444/0

329/1

387/7

∆RD

0002/0

000/0

082/0

088/0-

005/0

095/1-

040/232

∆I

014/0

004/0

414/0

254/0-

047/0

018/2

850/17

∆D

003/0

001/0

624/0

823/0-

092/0

453/0-

107/25

NF

059/0

017/0

697/1

862/0-

251/0

548/1

571/10

C

125/0

070/0

912/1

000/0

181/0

668/4

180/35

LEV

532/0

517/0

613/1

033/0

256/0

446/0

258/3

CS

718/0

790/0

995/0

000/0

241/0

455/1-

472/4

منبع: یافته‌‌های پژوهش

 

 

نتایج نگارة (1) نشان می‌‌دهند ارزش میانة محافظه‌‌کاری حسابداری (AC 1) برآوردشده با مدل C-Score خان و واتس [22] کمتر از ارزش میانگین آن است. چولگی راست این متغیر نشان می‌‌دهد بسیاری از شرکت‌‌های نمونه به‌‌طور بالقوه، درجة پایینی از محافظه‌‌کاری حسابداری دارند. متغیر نگهداشت وجه نقد (C) نیز توزیع راست را نشان می‌‌دهد (به این معنی که ارزش میانگین متغیر، بیشتر از ارزش میانة آن است) که بیان می‌کند تعداد کمی از شرکت‌‌های نمونه، وجه نقد زیادی نگهداری می‌‌کنند.

با توجه به مثبت‌بودن میانگین تغییرات وجه نقد (∆C) چنین استنباط می‌شود که میزان نگهداشت وجه نقد در شرکت‌‌های نمونه درحال افزایش است. میانگین تغییر در سود (∆E) و تغییر دارایی‌‌های غیرنقد (∆NCA) نشان‌‌دهندة روند رو به رشد سود و جمع دارایی‌‌های شرکت است. میانگین درصد سهام در اختیار سهامداران نهادی 72% است.

میانگین بازده مازاد (ER) بیان می‌کند بازده واقعی شرکت‌‌های نمونه به‌‌طور متوسط طی یک سال، 16% از بازده پیش‌‌بینی‌شدة آنها بیشتر است. همچنین، میانگین منفی بازده غیرعادی (r-m) نشان می‌‌دهد نرخ بازده قیمت سهام شرکت‌‌های نمونه به‌‌طور متوسط، 21% کمتر از نرخ بازده قیمت بازار است. در نهایت، میانگین مثبت بازده غیرعادی سهام (AR) نشان می‌دهد بازده واقعی شرکت‌‌های نمونه به‌‌طور متوسط، 13% از بازده بازار آنها بیشتر است.

انحراف معیار داده‌‌ها، پراکندگی داده‌‌ها از میانگین را نشان می‌‌دهد. انحراف معیار کم، نشان‌دهندة پراکندگی کم داده‌‌ها از میانگین و انحراف معیار زیاد، نشان‌‌دهندة پراکندگی زیاد داده‌‌ها از میانگین است. متغیر تغییرات هزینه‌های تحقیق و توسعه با انحراف معیار 005/0، کمترین پراکندگی از میانگین و متغیر محافظه‌‌کاری حسابداری (AC 1) برآوردشده با مدل C-Score خان و واتس [22] با انحراف 307/1، بیشترین پراکندگی از میانگین را دارند. در بررسی ضریب کشیدگی دیده می‌‌شود تمام متغیرهای بررسی‌شده، ضریب کشیدگی مثبت دارند؛ یعنی بلندتر از توزیع نرمال‌اند.

 

نتایج آزمون فرضیه‌‌های پژوهش با معیار اول محافظه‌‌کاری

قبل از برازش الگوهای پژوهش، ابتدا لازم است آزمون تشخیصی F لیمر برای انتخاب از بین الگوهای داده‌های ترکیبی معمولی در مقابل الگوی داده‌‌های تابلویی با اثرات ثابت انجام شود که نتایج آن در نگارة (2) آمده است.

 

 

نگارة 2- نتایج آزمون تشخیصی F لیمر و آزمون هاسمن

الگو

نوع آزمون

آماره آزمون

سطح معناداری

روش پذیرفته شده

بازده غیرعادی سهام (AR)

F لیمر

387/0

000/1

روش داده­های ترکیبی معمولی

بازده غیرعادی سهام (r-m)

F لیمر

350/0

000/1

روش داده­های ترکیبی معمولی

بازده مازاد (ER)

F لیمر

572/7

000/0

روش داده­های تابلویی

هاسمن

675/24

038/0

روش داده­های تابلویی با اثرات ثابت

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

نتایج تخمین الگوهای پژوهش با متغیرهای وابستة بازده غیرعادی سهام (AR) و (r-m) نشان می‌‌دهند سطح معناداری به‌‌دست‌آمده از آزمون F لیمر، بیشتر از 5% است؛ بنابراین، فرضیة صفر (داده‌های تلفیقی) پذیرفته می‌‌شود؛ در نتیجه، برای تخمین الگوها از روش داده‌‌های ترکیبی معمولی استفاده می‌شود. همچنین، سطح معناداری به‌‌دست‌آمده از آزمون F لیمر برای تخمین الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده مازاد (ER)، کمتر از 5% است؛ بنابراین، فرضیة صفر (داده‌های تلفیقی)، رد و روش داده‌‌های تابلویی پذیرفته می‌‌شود. با توجه به اینکه سطح معناداری به‌‌دست‌آمده از آزمون هاسمن، کمتر از 5% است، فرضیة صفر (روش اثرات تصادفی)، رد و روش اثرات ثابت پذیرفته می‌‌شود؛ بنابراین، برای تخمین الگو، از روش داده‌‌های تابلویی با رویکرد اثرات ثابت استفاده می‌شود.

نتیجة به‌دست‌آمده از تخمین الگوهای پژوهش به‌همراه آزمون‌‌های تعیین اعتبار باقی‌مانده‌‌های الگوها در نگارة (3) ارائه شده است:

 

 

 

 

نگارة 3- نتایج آزمون فرضیه‌‌‌‌های پژوهش با معیار اول محافظه‌‌کاری

متغیر

بازده غیرعادی سهام (AR)

بازده غیرعادی سهام (r-m)

بازده مازاد (ER)

ضرایب

آماره t

سطح معناداری

ضرایب

آماره t

سطح معناداری

ضرایب

آماره t

سطح معناداری

C

061/0-

530/1-

127/0

382/0-

186/9-

000/0

251/0-

700/2-

007/0

∆C

423/1

818/2

005/0

388/0-

947/0-

344/0

321/0

696/0

486/0

AC 1

038/0-

334/3-

001/0

046/0-

209/5-

000/0

021/0-

092/3-

002/0

∆E

541/1

866/14

000/0

880/0

475/14

000/0

235/1

506/5

000/0

∆NCA

286/0

985/4

000/0

092/0

451/2

014/0

134/0

712/1

087/0

∆RD

513/1-

622/0-

534/0

550/0-

474/0-

636/0

098/4-

072/3-

002/0

∆I

839/1-

237/4-

000/0

911/1-

444/6-

000/0

657/1-

757/4-

000/0

∆D

172/0-

001/1-

317/0

048/0-

289/0-

773/0

065/0-

486/0-

627/0

NF

061/0-

788/0-

431/0

088/0-

072/2-

039/0

041/0-

525/0-

600/0

Ct-1

093/0

863/0

388/0

073/0

382/1

167/0

048/0

355/0

722/0

LEV

022/0

257/0

797/0

270/0

789/3

000/0

630/0

318/3

001/0

∆C*Ct-1

515/0-

124/1-

262/0

040/0

134/0

894/0

224/0-

512/0-

609/0

∆C*LEV

581/1-

544/2-

011/0

267/0

669/0

504/0

244/0-

589/0-

556/0

∆C*AC 1

003/1

640/2

008/0

522/0

718/2

007/0

315/0-

764/1-

078/0

∆C*AC 1*CS

080/1-

487/1-

137/0

591/0-

234/2-

026/0

236/0

959/0

338/0

ضریب تعیین (تعدیل‌شده)

319/0 (309/0)

237/0 (226/0)

345/0 (252/0)

آمارة دوربین واتسون

40/2

34/2

49/2

آمارة F فیشر (سطح معناداری)

425/31 (000/0)

823/20 (000/0)

699/3 (000/0)

منبع: یافته­های پژوهش

 

نتایج نگارة (3) نشان می‌‌دهند مقدار آمارة دوربین - واتسون بین 5/1 تا 5/2 قرار دارد؛ بنابراین، نبود همبستگی در اجزای باقی‌ماندة الگوهای رگرسیونی بالا را تأیید می‌‌کنند. سطح معنی‌‌داری آمارة F فیشر کمتر از 5% است؛ بنابراین، معناداری کل رگرسیون در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدة الگوها نشان می‌‌دهد در مجموع، 31%، 23% و 25% از تغییرات به‌دست‌آمده در متغیرهای وابسته، با متغیرهای مستقل و معنی‌‌دارشده در این الگوها توضیح داده می‌شوند.

با توجه به نتایج به‌‌دست‌آمده در نگارة (3) از برآورد الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده غیرعادی سهام (AR)، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری (∆C*AC 1)، برابر 003/1 و سطح معناداری آن، برابر 008/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر مثبت و معناداری دارد. همچنین، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری*سهامداران نهادی (∆C*AC 1*CS)، برابر 080/1- و سطح معناداری آن، برابر با 137/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری ندارند.

همچنین، نتایج به‌‌دست‌آمده در نگارة‌‌ (3) از برآورد الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده غیرعادی سهام (r-m) بیان می‌کنند ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد* محافظه‌‌کاری حسابداری (∆C*AC 1)، برابر 522/0 و سطح معناداری آن، برابر با 007/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر مثبت و معناداری دارد. همچنین، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری*سهامداران نهادی (∆C*AC 1*CS)، برابر 591/0- و سطح معناداری آن، برابر با 026/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر منفی و معناداری دارند.

در نهایت، نتایج برآورد الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده مازاد (ER) نشان می‌‌دهند ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری (∆C*AC 1)، برابر 315/0- و سطح معناداری آن، برابر با 078/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری ندارد. همچنین، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری*سهامداران نهادی (∆C*AC 1*CS)، برابر 236/0 و سطح معناداری آن، برابر با 338/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری ندارند.

 

نتایج آزمون فرضیه‌‌های پژوهش با معیار دوم محافظه‌‌کاری

قبل از برازش الگوهای پژوهش، ابتدا لازم است آزمون تشخیصی F لیمر برای انتخاب از بین الگوهای داده‌های ترکیبی معمولی در مقابل الگوی داده‌‌های تابلویی با اثرات ثابت انجام شود که نتایج آن در نگارة (4) آمده است.

 

 

 

نگارة 4: نتایج آزمون تشخیصی F لیمر و آزمون هاسمن

الگو

نوع آزمون

آماره آزمون

سطح معناداری

روش پذیرفته شده

بازده غیرعادی سهام (AR)

F لیمر

409/0

000/1

روش داده­های ترکیبی معمولی

بازده غیرعادی سهام (r-m)

F لیمر

412/19

000/0

روش داده­های تابلویی

هاسمن

470/14

415/0

روش داده­های تابلویی با اثرات تصادفی

بازده مازاد (ER)

F لیمر

853/0

847/0

روش داده­های ترکیبی معمولی

منبع: یافته­های پژوهش

 

سطح معناداری به‌‌دست‌آمده از آزمون F لیمر برای تخمین الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده غیرعادی سهام (r-m)، کمتر از 5% است؛ بنابراین، فرضیة صفر (داده‌های تلفیقی)، رد و روش داده‌‌های تابلویی پذیرفته می‌‌شود. با توجه به اینکه سطح معناداری به‌‌دست‌آمده از آزمون هاسمن، بیشتر از 5% است، فرضیة صفر (روش اثرات تصادفی) پذیرفته می‌‌شود؛ بنابراین، برای تخمین الگو از روش داده‌‌های تابلویی با رویکرد اثرات تصادفی استفاده می‌شود. همچنین، نتایج تخمین الگوهای پژوهش با متغیرهای وابستة بازده غیرعادی (AR) و بازده مازاد (ER) نشان می‌‌دهند سطح معناداری به‌‌دست‌آمده از آزمون F لیمر، بیشتر از 5% است؛ بنابراین، فرضیة صفر (داده‌های تلفیقی) پذیرفته می‌‌شود؛ در نتیجه، برای تخمین الگوها از روش داده‌‌های ترکیبی معمولی استفاده می‌شود.

نتیجة حاصل از تخمین الگوهای پژوهش به‌همراه آزمون‌‌های تعیین اعتبار باقی‌مانده‌‌های الگوها در نگارة (5) ارائه شده است.


 

 

نگارة 5- نتایج آزمون فرضیه­­های پژوهش با معیار دوم محافظه­کاری

متغیر

بازده غیرعادی سهام (AR)

بازده غیرعادی سهام (r-m)

بازده مازاد (ER)

ضرایب

آماره t

سطح معناداری

ضرایب

آماره t

سطح معناداری

ضرایب

آماره t

سطح معناداری

C

073/0-

709/1-

088/0

481/0-

701/12-

000/0

024/0-

573/0-

567/0

∆C

367/1

615/2

009/0

108/0

259/0

795/0

709/0

384/1

167/0

AC 2

106/0-

804/0-

422/0

033/0-

275/0-

784/0

098/0

812/0

417/0

∆E

470/1

135/13

000/0

862/0

610/9

000/0

347/1

919/11

000/0

∆NCA

292/0

055/5

000/0

020/0

413/0

680/0

241/0

014/4

000/0

∆RD

451/1-

597/0-

551/0

587/2-

909/0-

364/0

091/2-

686/0-

493/0

∆I

830/1-

167/4-

000/0

339/1-

810/3-

000/0

903/1-

294/4-

000/0

∆D

051/0-

283/0-

777/0

068/0

457/0

648/0

022/0-

144/0-

886/0

NF

099/0-

117/1-

264/0

096/0-

253/1-

211/0

026/0-

315/0-

753/0

Ct-1

099/0

888/0

375/0

040/0

470/0

639/0

012/0

105/0

917/0

LEV

030/0

337/0

736/0

467/0

008/6

000/0

085/0

935/0

350/0

∆C*Ct-1

507/0-

087/1-

277/0

141/0-

460/0-

646/0

331/0-

680/0-

497/0

∆C*LEV

423/1-

214/2-

027/0

191/0-

389/0-

697/0

655/0-

035/1-

301/0

∆C*AC 2

796/0

323/0

747/0

819/1

673/1

095/0

391/4

881/4

000/0

∆C*AC 2*CS

259/1-

352/0-

725/0

622/3-

994/1-

047/0

377/8-

830/4-

000/0

ضریب تعیین (تعدیل‌شده)

308/0 (298/0)

287/0 (270/0)

247/0 (236/0)

آمارة دوربین واتسون

39/2

42/2

31/2

آمارة F فیشر (سطح معناداری)

857/29 (000/0)

050/17 (000/0)

007/22 (000/0)

منبع: یافته­های پژوهش

 

 

نتایج نگارة (5) نشان می‌‌دهند مقدار آمارة دوربین - واتسون بین 5/1 تا 5/2 قرار دارد؛ بنابراین، نبود همبستگی در اجزای باقی‌ماندة الگوهای رگرسیونی بالا را تأیید می‌‌کنند. سطح معنی‌‌داری آماره F فیشر کمتر از 5% است؛ بنابراین، معناداری کل رگرسیون در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شدة الگوها نشان می‌‌دهد در مجموع، 30%، 27% و 24% از تغییرات به‌دست‌آمده در متغیرهای وابسته، با متغیرهای مستقل و معنی‌‌دارشده در این الگوها توضیح داده می‌شوند.

نتایج برآورد الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده غیرعادی سهام (AR) نشان می‌‌دهند ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری (∆C*AC 2)، برابر 796/0 و سطح معناداری آن، برابر با 747/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری ندارد. همچنین، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری*سهامداران نهادی (∆C*AC 2*CS)، برابر 259/1- و سطح معناداری آن، برابر با 725/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری ندارند.

همچنین، نتایج به‌‌دست‌آمده در نگارة (5) از برآورد الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده غیرعادی سهام (r-m) بیان می‌کنند ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری (∆C*AC 2)، برابر 819/1 و سطح معناداری آن، برابر با 095/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری ندارد. همچنین، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری*سهامداران نهادی (∆C*AC 2*CS)، برابر 622/3- و سطح معناداری آن، برابر با 047/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر منفی و معناداری دارند.

در نهایت، نتایج برآورد الگوی پژوهش با متغیر وابستة بازده مازاد (ER) نشان می‌‌دهند ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری (∆C*AC 2)، برابر 391/4 و سطح معناداری آن، برابر با 000/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر مثبت و معناداری دارد. همچنین، ضریب متغیر تعاملی تغییرات وجه نقد*محافظه‌‌کاری حسابداری*سهامداران نهادی (∆C*AC 2*CS)، برابر 377/8- و سطح معناداری آن، برابر با 000/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد تأثیر منفی و معناداری دارند.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

در این پژوهش، تأثیر سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد.به‌‌طور کلی، نتایج این پژوهش نشان می‌‌دهند محافظه‌‌کاری حسابداری، افزایش ارزش بازار وجه نقد را موجب می‌‌شود. همچنین، سهامداران نهادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار وجه نقد، تأثیر منفی و معناداری دارند. در توجیه این یافته‌‌‌‌ها گفتنی است محافظه­کاری باعث کاهش تضادهای نمایندگی شده و از واکنش منفی بازار نسبت به نگهداشت وجه نقد مازاد می‌کاهد. به این معنی که محافظه‌‌کاری نقش اطلاعاتی دارد و انگیزة مدیران در دستکاری اطلاعات حسابداری و هزینه‌‌های نمایندگی ناشی از اطلاعات نامتقارن را کاهش می‌‌دهد. کاهش اطلاعات نامتقارن و در نهایت، افزایش کیفیت اطلاعات، به‌نوبه‌خود زمینه‌‌ساز افزایش کارایی وجوه نقد و استفاده مؤثر از آن می‌شود. همچنین، محافظه‌‌کاری، انگیزة اضافی برای اتخاذ تصمیمات کارای سرمایه‌گذاری را ایجاد و نظارت بر تصمیمات سرمایه‌‌گذاری مدیریت را آسان می‌کند و در نهایت، باعث بهبود ارزش نهایی وجه نقد می‌شود؛ با وجود این، مالکیت سهامداران نهادی تأثیرات منفی بر ارتباط بین محافظه‌کاری حسابداری و ارزش بازار وجه نقد داشته که نشان‌دهندة فرضیة منافع شخصی است. به عبارت دیگر، وقتی سهامداران کنترل‌کننده فقط مراقب منافع خود هستند، گاهی به قیمت منافع سهامداران اقلیت دست به عمل می‌‌زنند. در این مورد، تأثیر سنگربندی سهامداران نهادی، کاهش تأثیر مثبت محافظه‌کاری بر ارزش وجوه نقد را سبب می‌‌شود. نتایج این پژوهش هم‌راستا با نتایج احمدزاده و سروش‌‌یار [2]، ملکیان و همکاران [11]، مشکی میاوقی و الهی رودپشتی [10]، لوئیس و همکاران [27] و لین و همکاران [25] است.

با توجه به نتایج پژوهش پیشنهاد می‌‌شود:

-        تأثیر محافظه‌‌کاری در کاهش هزینه‌‌های نمایندگی و به سبب آن، افزایش ارزش وجه نقد تأیید شد؛ بنابراین، به شرکت‌‌ها و نیز نهادهای تدوین‌‌کنندة استانداردهای حسابداری توصیه می‌‌شود به مفاهیم محافظه‌‌کاری اهمیت بیشتری دهند و نهادهای ناظر نیز به استفاده از مفاهیم مزبور در گزارش‌های مالی توجه بیشتری اعمال کنند.

-        افزایش ارزش سهام شرکت و به تبع آن، افزایش ثروت سهامداران از اهداف اصلی شرکت‌‌های انتفاعی است؛ بنابراین، شرکت‌‌ها می‌‌توانند با الزام به محافظه‌‌کاری بیشتر در گزارشگری مالی خود، ارزش وجوه نقد نگهداری‌شدة خود را افزایش دهند که نتیجة آن به شکل افزایش بازده سهام متجلی خواهد شد. همچنین، سهامداران نهادی، کاهش تأثیر مثبت محافظه‌کاری بر ارزش وجوه نقد را سبب می‌‌شوند؛ بنابراین، به استفاده‌‌کنندگان از گزارش‌‌های مالی پیشنهاد می‌‌شود به سهامداران نهادی به‌‌عنوان عامل منفی توجه داشته باشند.

به‌منظور انجام پژوهش‌‌های آتی، پیشنهاداتی به شرح زیر ارائه می‌شود:

-        بررسی تأثیر سایر معیارهای حاکمیت شرکتی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد شرکت‌‌‌ها؛

-        بررسی تأثیر توانایی مدیران بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد شرکت‌‌ها؛

-        بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد شرکت‌ها؛

-        بررسی تأثیر اندازة شرکت بر ارتباط بین محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد شرکت‌‌ها؛

-        انجام پژوهش حاضر با استفاده از سایر معیارهای اندازه‌‌گیری محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش بازار نگهداشت وجه نقد و مقایسة نتایج.

 

1)      احسانی امریی، سید حسین (1391). تأثیر محافظه‌‌کاری حسابداری بر ارزش نگهداشت وجه نقد. پایان‌نامه کارشناسی ارشد حسابداری، اصفهان، ایران.

2)   احمدزاده، حمید و افسانه سروش یار (1394). ارزیابی نقش محافظه‌‌کاری حسابداری و کیفیت سود بر ارزش نهایی نگهداشت وجه نقد در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجله دانش حسابداری، سال ششم، شمارة 21، 172-151.

3)   حقیقت، حمید و سید مصطفی علوی (1392). بررسی رابطة بین شفافیت سود حسابداری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌‌های حسابداری مالی، سال پنجم، شمارة 1، 12-1.

4)      حیدری کوچی، مهدی (1390). محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد نگهداری‌شده. پایان‌نامه کارشناسی ارشد حسابداری، مازندران، ایران.

5)   خانی، عبدالله و رضا رجبی (1393). بررسی تأثیر محافظه‌‌کاری حسابداری بر رابطة وجه نقد نگهداری‌شده و بازده غیرعادی شرکت‌‌ها در بورس اوراق بهادار تهران. مطالعات حسابداری و حسابرسی، سال سوم، شمارة 11، 41-30.

6)   رضایی، فرزین و ثریا ویسی حصار (1393). اثر روابط سیاسی با دولت بر رابطة بین تمرکز مالکیت با کیفیت گزارشگری مالی و هزینة سهام عادی. بررسی‌‌های حسابداری و حسابرسی، سال بیست و یکم، شمارة 4، 470-449.

7)   عظیمی یانچشمه، مجید و سمیه شامحمدی قهساره (1393). بررسی رابطة بین نگهداشت وجه نقد و سهم بازار با استفاده از مدل پویا در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌‌های حسابداری مالی، سال ششم، شمارة 4، 72-55.

8)   فخاری، حسین و قاسم روحی (1392). بررسی تأثیر وجه نقد نگهداری‌شده و مدیریت سرمایه در گردش بر مازاد بازده سهام شرکت‌‌ها. دانش حسابداری، سال چهارم، شمارة 14، 49-27.

9)   فروغی، داریوش، امیری، هادی و مرضیه جوانمرد (1397). تأثیر مسئولیت اجتماعی شرکت بر نگهداشت وجه نقد از طریق اثر هم‌زمان متغیرهای منتخب. پژوهش‌‌های حسابداری مالی، سال دهم، شمارة 1، 36-19.

10)  مشکی میاوقی، مهدی و سمانه الهی رودپشتی (1393). بررسی اثر محافظه‌‌کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری‌شده. پژوهش‌‌های تجربی حسابداری، سال چهارم، شمارة 13، 43-23.

11)  ملکیان، اسفندیار، حیدری کوچی، مهدی و محمد حسین فتحه (1394). محافظه‌‌کاری حسابداری و ارزش وجه نقد اضافی شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش حسابداری، شمارة 16، 46-29.

12)  مهرانی، ساسان، شیخی، کیوان و سید مهدی پارچینی پارچین. (1392). بررسی رابطة بین محافظه‌کاری در گزارشگری مالی و میزان نگهداشت وجه نقد. پژوهش‌‌های تجربی حسابداری، سال دوم، شمارة 7، 33-17.

13)  مهرانی، ساسان، کرمی، غلامرضا، مرادی، محمد و هدی اسکندر (1389). بررسی رابطة بین سرمایه‌گذاران نهادی و کیفیت گزارشگری مالی. مجله پیشرفت‌‌های حسابداری دانشگاه شیراز، سال دوم، شمارة 1، شماره پیاپی (3/58): 249-227.

14)  همتی، حسن و زهره یوسفی راد (1392). ارتباط راهبرد تنوع‌بخشی و ارزش سطح نگهداشت وجه نقد با بازده غیرعادی در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق. مطالعات تجربی حسابداری مالی، سال یازدهم، شمارة 37، 148-127.

15)  Ball, R. and L. Shivakumar, (2005). Earnings Quality in UK Private Firms: Comparative Loss Recognition Timeliness. Journal of Accounting and Economics, Vol. 39, No. 1, PP. 83–128.

16)  Basu, S., (1997). The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings. Journal of Accounting and Economics, 24, 3-37.

17)  Claessens, S., Djankov, S. J., Fan P. H., & Lang, L. H. P. (2002). Disentangling the Incentive and Entrenchment Effect of Large Shareholding. Journal of Financial, 57 (6), 2741-2772.

18)  Fan, J. P. H., & Wong, T. J. (2005). Do External Auditors Perform a Corporate Governance Role in Emerging Markets? Evidence from East Asia, Journal of Accounting Research, 43 (1), 35-72.

19)  Faulkender, M., & Wang, R. (2006). Corporate Financial Policy and the Value of Cash. Journal of Finance, 61, 1957-1990.

20)  Givoly, D., and Hayn, C. (2000). The Changing Time-Series Properties of Earnings, Cash Flows and Accruals: Has Financial Accounting Become More Conservative? Journal of Accounting & Economics. 29, 287-320.

21)  Harford. J., H. Kecskes. And S. Mansi. (2012). Investor Horizons and Corporate Cash Holdings. www.ssrn.com.

22)  Khan, M., & Watts, R. (2009). Estimation and Empirical Properties of a Firm-Year Measure of Conservatism. Journal of Accounting and Economics, 48, 132-150.

23)  Kusnadi. Y., Yang. ZH., and Zhou. Y. (2015). Institutional Development, State Ownership, and Corporate Cash Holdings: Evidence from China. Journal of Business Research. 68 (2). 351–359.

24)  Lee, E., and Powell. R., (2011). Excess Cash Holdings and Shareholder Value. Accounting & Finance, 51(2), 549-574.

25)  Lin C.-M., Chan M.-L., Chien I.-H. & Li K.H., (2017). The Relationship between Cash Value and Accounting Conservatism: The Role of Controlling Shareholders, International Review of Economics and Finance, doi: 10.1016/j.iref.2017.07.017.

26)  Louis, H., Sun. A., and Urcan. O., (2011). Value of Cash Holdings and Accounting Conservatism. Contemporary Accounting Research, 29 (4), 1249-1271.

27)  Louis, Henock and Amy Sun and OktayUrcan (2012). Value of Cash Holding and Accounting Conservatism. Contemporary Accounting Research. N0. 5, PP. 1-39.

28)  Martinez-Sola, Cristina, Garcia-Teruel, Pedro J. And Martinez-Solano, Pedro (2013). Corporate Cash Holding and Firm Value. Applied Economics, Vol. 45, Iss. 2

29)  Masulis, R.W., Wang, C., & Xie, F. (2009). Agency Problems at Dual-class Companies. Journal of Finance, 64, 1697-1727.

30)  Oler. D., and Picconi. M., (2014). Implications of Insufficient and Excess Cash for Future Performance. Contemporary Accounting Research. 31(1), 253-283.

31)  Song, F. (2015). Ownership Structure and Accounting Conservatism: A Literature Review. Modern Economy, 6, 478-483.

32)  Watts, R. L (2003). Conservatism in Accounting, Evidence and Research Opportunities, Working Paper, SSRN.